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ESTADISTICA ESPAÑOLA Vol. 34, Núm. 129, 1992, págs. 137 a 149 Influencia de las sustituciones en la calidad de los datos en la encuesta de condiciones de vida y trabajo en España (ECVT) por SANTIAGCI MURGUI Universidad de Valencia JUAN MURO Universidad de Alcalá de Henares EZEQUIEL URIEL Universidad de Valencia RESUMEN Se analiza la influencia del elevado número de sustituciones en las viviendas inicialmente seleccionadas para la entrevista sobre ia cali- dad de los datos de la encuesta de condiciones de vida y trabajo en España (ECVT). Dos aspectos fundamentales de la encuesta son tomados en consideracián: el grado de aleatoriedad de la muestra efectivamente entrevistada y su representatividad respecto del conjun- to de ia población española en las edades contempladas. Pa/abras clave: ECVT; calidad de datos; aleatoriedad de muestras; encuestas por muestreo. Clasificación AMS: 62D05, 62P25.

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ESTADISTICA ESPAÑOLAVol. 34, Núm. 129, 1992, págs. 137 a 149

Influencia de las sustituciones en la calidadde los datos en la encuesta de condiciones

de vida y trabajo en España (ECVT)

por

SANTIAGCI MURGUI

Universidad de Valencia

JUAN MURO

Universidad de Alcalá de Henares

EZEQUIEL URIEL

Universidad de Valencia

RESUMEN

Se analiza la influencia del elevado número de sustituciones en lasviviendas inicialmente seleccionadas para la entrevista sobre ia cali-dad de los datos de la encuesta de condiciones de vida y trabajo enEspaña (ECVT). Dos aspectos fundamentales de la encuesta sontomados en consideracián: el grado de aleatoriedad de la muestraefectivamente entrevistada y su representatividad respecto del conjun-to de ia población española en las edades contempladas.

Pa/abras clave: ECVT; calidad de datos; aleatoriedad de muestras;encuestas por muestreo.

Clasificación AMS: 62D05, 62P25.

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AGRADECIMIENTOS

ESTAC11STiCA ESPAÑOLA

Los autores desean agradecer fos comentarios del editor asociado y de unevaluador anónimo, que han contribuido a la mejora del presente artículo.

1. INTR^JDUCCION

La ECVT fue realizada durante los meses de octubre y noviembre de 1985 entodo el territorio del Estado, con la excepción de Ceuta y Melilia. Como se sabe,sus objetivos principales consistían en analizar el mercado de trabajo y completarla información obtenida periódicamente a través de los procedimientos institucio-nalizados-Encuesta de Población Activa (EPA) del INE y Registros en las Ofici-nas de Empleo del INEM ( Paro registrado).

EI Universo a investigar se refería a la población de catorce años o másresidente en viviendas familiares. Para ello se seleccionó una muestra de 63.120elementos, distribuidos en 3.156 secciones censales, efectuándose veinte entre-vistas por seccion. EI diseño muestral, de caracerísticas sirnilares al de la EPA,constaba de una doble estratificación de las secciones de cada provincia, aten-diendo al núrnero de habitantes del municipio al que pertenecían y a caracterís-ticas socioeconómicas de la población. Dentro de cada estrato se seleccionaronlas secciones con probabilidad proporcional al número de viviendas familiaresque poseían. En cada sección se seleccionaron aleatoriamente veinte viviendasy en cada una de ellas se entrevistó a un miembro elegido al azar de entre losde catorce años o más. En cuanto al número de entrevistas a realizar porprovincia, se eligió una solución de compromiso entre la uniforrne y la proporcio-nal, tendiendo a la proporcionalidad en la distribución entre los estratos de cadaprovincia. Para mayor detalle puede consultarse la publicación: Condiciones deVida y Trabajo en España (1986).

Es conocido que uno de los capítulos más importantes en el análisis de losresultados de una encuesta es el dedicado a investigar la calidad de los datosrecogidos.

Uno de los factores determinantes en la calidad de los datos de la ECVT, esel elevado número de sustituciones que fueron Ilevadas a cabo, por diversasincidencias del trabajo de campo, en las viviendas inicialmente seleccionadaspara la entrevista. En este artículo se analiza la influencia que tuvieron dichassustituciones en dos aspectos fundamentales de la encuesta: el grado de alea-toriedad de la encuesta efectivamente entrevistada y su representa#ividad res-pecto del conjunto de la población española en esas edades.

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ENCUESTA DE CONDICiONES D^E VIDA Y TRABAJO EN ESPAÑA (ECVi) 139

2. ALEATORIEDAD EN LA SELECCION DEL MIEMBRO A ENTREVISTAREN CADA VIVIENDA

La tercera etapa dei diseño muestrai de la ECVT, exigia la selección de unmiembro de entre i©s que teni®ndo catorce años o más residían en las viviendasen las que se lievaron a cabo las entrevistas. Ordenados tates miembros por suedad en cada vivienda, con eI f n de facilitar el praceso, se elaboró una tabla deselección, en ia que según ei número de miembros de catorce años o mós queia habitaban, y partiendo de una frla aleatoria entre 1 y 14, ia tabla indicaba ellugar que ocupaba en la fis#a el miembro a entrevistar. En ei cuadro 1 se reco^gela tabla, debida a Leslie Kish, utilizada en fa E^VT para !a selección de miembrosde un hogar.

CUADR01Tabla de seleccion aleatoria para determinar la persona a entrsvistar

Numero total de individuos sefeccionablesFila

1 2 3 4 5 ^ 6 7

1 ^ 1 1 1 1 1 1

2 1 1 1 1 1 1 1

3 1 1 1 1 1 2 2

4 1 1 1 1 2 2 2

5 1 1 2 2 2 3 3s 1 ^ 2 2 2 3 3

7 1 2 2 3 3 4 4

8 1 2 2 3 3 4 4

9 1 1 2 2 3 5 5

10 1 2 3 3 4 5 5

11 1 2 3 4 4 5 6

12 1 2 3 4 4 s 6

13 1 2 3 4 5 6 7

14 1 2 3 4 5 6 7

Entrevistador: llna vez seleccionada la persona a entrevistar, proceda a realizar la

entrevista, aplicando el cuestionario que figura a continuación.

Los resuftados de la selección obtenidos por este procedimiento han sidorecogidos en el cuadro 2. En dicho cuadro se han suprimido 73 viviendas quefueron tabuladas erróneamente, tal es el caso de viviendas en las que teniendotres miembros con catorce o más años fue seleccionado el que ocupaba el lugar

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1^0 ESTADIST^CA ESPANOLA

seis de la lista, Se han despreciado 382 viviendas para fas que no consta elnúmero de orden en la fista del miembro entrevistado. Finalmente, no se hanconsiderado en la tabla las viviendas con más de nueve miembros en la lista,puesto que su núrnero no permite garantizar una mínima fiabilidad en suanálisis.

CUADRO 2

N.° de N.° de ordenmiembros 1 2 3 4 5 6 7 8 9 Tota I

1 7.105 7.105

2 12.127 13.054 25.181

3 3.640 4.727 4.329 12.696

4 2.432 2.125 1.814 2.484 8.855

5 878 1.069 840 884 619 4.290

6 225 273 241 236 304 337 1.616

7 94 85 68 90 81 64 87 569

8 46 56 1 11 0 5 25 31 175

9 21 20 7 1 0 0 0 3 14 66

60.553

Las causas por fas que los resultados de la selección en cada tipo devivienda no se ajustan a una distribución uniforme son dos. Por una parte estáel hecho de que la utilización de la tabla de sefección propuesta introducíaciertos sesgos, en la rnedida en que los miembros que ocupaban ciertosnúmeros de orden en la lista estaban sobrerrepresentados y otros en cambioinfrarrepresentados. La otra causa, hay que atribuirla a la gran can#idad desustituciones que debieron efectuarse sobre las viviendas originafinen#e se-leccionadas, unido a las posibles manipufaciones intencionadas de los entre-vistadores. A continuación se estudia la incidencia de cada una de estascausas par separado.

En el cuadro 3 se han recogido, expresadas en porcentajes la probabilidadde selección de cada miembro de la lista, para los distintos tipos de vivienda,derivadas de la aplicación de la tabfa de selección utilizada.

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ENCUESTA DE CONDICIONES DE VIDA Y TRABAJO EN ESPAIVA {ECVT) 141

CUADRO 3

N.° de N.° de ©rdenmiembros 1 2 3 4 5 6 7 8 9

1 1002 50 50

3 28,57 35,71 35,714 28,57 21,43 21,43 28,575 21,43 21,43 21,43 21,43 14,286 14,28 14,28 14,28 14,28 21,43 21,437 14,28 14,28 14,2$ 14,28 14,28 14,28 14,288 14,28 10,71 10,71 14,28 14,28 10,71 10,71 14,289 10,71 10,71 10,71 10,71 7,14 14,28 10,71 10,71 14,28

EI cuadro 3 permite concluir que la equiprobabilidad fue alterada en todos iostipos de vivienda, excepto en ias de dos y siete miembros de catorce o más años.La desviación máxima es de 7,14 % de probabilidad. Esto justificaría por ejemploque en las 12.696 viviendas con tres miembros en la lista, el primero fueraseleccionad© por tórmino medio 906 veces menos que los otros dos, lo quesignifica una desviación de 604 respecto de las 4.232 veces en que por términomedio sería seleccionado cada uno de los tres miembros si la distribución fuerala uniforme.

Puesto que las viviendas con un número de miembros de catorce o más añossuperior a cuatro únicamente representan un 11 % del total, una forma de reducirlas desviaciones respecto de la equiprobabilidad consistiría en construir una tablade selección con 12 ó 24 filas en lugar de las 14 que forman la tabla utilizada.De esta forma se garantizaría la equiprobabilidad entre los miembros de lasviviendas con dos, tres, cuatro y seis miembros de catorce o más años. EI errorsería menor con 24 filas, por estar este número más próximo a un múltiplo decinco. Sin embargo, si dicho número se prestara a una mayor confusión en elproceso de sefección, sería preferible tomar 12 filas.

Utilizando el test de la X2 y el número de viviendas entrevistadas que apareceen el cuadro 2, se ha contrastado estadísticamente si el modelo aleatorio delcuadro 3 difiere del modelo que supone la uniformidad para cada tipo de vivienda.Se conc{uye que no puede aceptarse 1a equivalencia entre ambos modelos, nisiquiera disminuyendo el nivel de significación hasta lírnites aceptables.

La segunda parte del análisis se orienta a comprobar si los resultados de laselección se ajustan al modelo proyectado que viene expresado en el cuadro 3.Con ello se pretende detectar las posibles anomalías cometidas en el proceso

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142 EStADlSTICA ESPAÑ^JLA

de selección, bien por las sustituciones, bien por errores cometidos por parte delos entrevista+dores.

Recurriendo al test de la X2 para cada tipo de vivienda se han calculado los

siguientes es#adisticos.

CUADRO 4

N.° demiembras

2 3 4 5 6 7 8 9

34,12 17,53 35,58 34,49 13,97 9,34 154,89 $6,79

Considerando los niveles de significación usuales, los valores del cuadro 4inducen a concluir que únicamente los resultados de la selección en las viviendascon tres, seis y siete miembros de catorce o rnás años, se ajustan al madelopropuesto. Para ei resto de las viviendas, debe admitirse que ciertas causasajenas al azar han intervertido en el proceso,

Con el fin de investigar las causas que han podido alterar los resultados de laselección, se han calculado los índices de variacián relativa para cada tipo devivienda y cada posible mie^nbro a seleccionar. Tales índices se han determinadopor cociente entre las diferencias de las frecuencias reales a las inducidas porel modelo y éstas últimas. Sus valores se recogen en el cuadro 5.

Ct1ADR0 5

^.° dB i^.° f,^9 Ordell

miembros 1 2 3 4 5 6 ? 8 9

1 0

2 -0,0368 +0,0368

3 +0,0035 +0,0425 -0,0453

4 -0,0387 +0,1199 -0,0440 -0,0182

5 -0,0450 +0,1629 -0,0862 -0,0384 +0,0100

s -0,0254 +0,1825 +0,0439 -0,0223 -0,1235 -0,0284

7 +0,1565 +0,0458 -0,1634 +0.1073 -0,0034 -0,2126 +0,0704

8 +0, 8400 + 1, 986 7-0, 9461 -0, 5600 -1 -0, 7333 +0, 3333 +0, 2400

9 +1,9703 +1,8288 -0,0099 -0,8585 -1 -1 -1 -1 -0,5757

De la observación del cuadro 5 se deduce que en todo tipo de vivienda estásabrerrepresentado el segundo miernbro de la lista, siendo mayor la sobrerrepre-

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ENCUESTA DE COND^CIONES DE VIDA Y TRABAJO EN ESF'AÑA (ECVT) ^43

sentacián en las viviendas con mayor número de miembros susceptibles de serentrevistados.

Puesto que el número de viviendas no es el mismo para cada tipo, es conve-niente la construccián de unos índices globales que expresen la variación relativaasociada a cada miembro de fa lista. Para su cálculo se ha procedido a ponderarlos indices del cuadro 5 con los números de viviendas que aparecen en elcuadro 2. Los indices que resultan son recogidos en el cuadro 6.

CUADROs

N.° orden

lndice

1 2 3 4 5 6 7 8 9

-0,0204 +0,0750 -0,0539 -0,0246 -0,0595 -0,1489 +0,0400 +0,0166 +0,4846

Cada índice gfobal expresa la tendencia de#ectada a entrevistar por exceso 0por defecto af respectivo miembro de la lista.

Teniendo en cuenta la poca significación de los índices asociados con losórdenes superiores, por haber sido cafcufados sobre un conjunto reducido dedatos, puede concluirse que ha existido tendencia a entrevistar por exceso alsegundo miembro de cada lista, y esto a costa de entrevistar menos a fos demás.

Entre las razones que puede justificar tal conclusión debe destacarse fa posibleasociación entre el segundo miembro de cada lista y el ama de casa. Talasociación induce a pensar que por estar esta persona má^s tiernpo en la vivienda,puede ^haber sido objeto de un número mayor de entrevistas que los demásmiembros. En esta tendencia puede haber influido fundamentafinente el elevadonúmero de sustituciones de viviendas que se flevaron a cabo. Cabe tener encuenta que si el miembro sefeccionado era el primero de la lista y asociamosdicho miembro con el cabeza de familia, cuando estuviera ausente durante variasvisitas a la vivienda, se sustituiría la misma por otra. En cuanto que la nuevavivienda podría tener un número de miembros distinto, el miernbro seleccionadopodría ser otro distinto al primero. En sucesivas sustituciones, el proceso tenderíaa detenerse cuando en una vivienda fuera sefeccionada el ama de casa, con locual realmente se estaría sustituyendo un miembro cualquiera de la lista por efsegundo.

Con el fin de apoyar esta interpretación de los resultados, se han calculadoen ef cuadro 7, los índices porcentuales de cada sexo para cada miembro dela fista.

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ESTAnISt^CA ESF'AÑOI_A

CUADR07

N.° orden Varones Mujeres

1 . . . . . . . . 68, 71 . . . . . . 31,292 . . . . . . . . 23, 31 . . . . . . 76, 693 . . . . . . . . 50,57 . . . . . . 49,434 . . . . . . . . 49,11 . . . . . . 50,895 . . . . . . . . 51,96 . . . . . . 48,046 . . . . . . . . 51,02 . . . . . . 4$,987 . . . . . . . . 54,08 . . . . . . 4 5, 928 ........ 50 ...... 509 . . . . . . . . 44,66 . . . . . . 53, 34

En el cuadro 8 se ha calculado porcentualmente la distribución por edad y sexode los segundos miernbros de cada lista.

CUADR08

Edad Varones Mujeces

14ó15 ..... .. 50 ....... 5015-19 . . . . . . . 40,4 . . . . . . . 59,620-24 . . . . . . . 30, 8 . . . . . . . 69, 225-29 . . . . . . . 24, 3 . . . . . . . 75, 7

30-34 . . . . . . . 20, 8 . . . . . . . 79, 235-39 . . . . . . , 21,9 . . . . . . . 78,140-44 . . . . . . . 21, 5 . . . . . . . 78, 545-49 . . . . . . . 23, 2 . . . . . . . 76, 850-54 . . . . . . . 25, 3 . . . . . . . 74, 7

55-59 . . . . . . . 24, 9 . . . . . . . 75,1

60-64 . . . . . . . 23, 5 . . . . . . . 76, 565-69 ....... 19 ....... 8170 o más . . . . . ?_0,5 . . . . . . . 79,5

Se observa que el porcentaje del 76 °/a de mujeres, global para el segundomiembro se alcanza a partir de los veinticinco años y se mantiene en valoressuperiores en las edades m^s altas. Puede concluirse de los cuadros 7 y 8, queel segundo miembro de las listas es generalmente una mujer de edad superiora veinticinco años, por lo que resulta lógico asociar dicho miembro con el amade casa.

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ENCUESTA DE CONDICIONES DE VIDA Y iRABAJO EN E5F'^ÑA (ECVT) 145

3. REPRESENTATIVIDAD DE LA MUESTRA

En el apartado anterior, se concluye que debido al elevado número se sustitu-ciones, existe sobre e infrarrepresentación de algunos miembros de la lista decada vivienda. Si tenemos adem^s en cuenta el cuadro l y los equivalentes al 8para los demas miembros, se comprueba que la dis#ribución por edad y sexo noes homogénea para todos los miembros. debe esperarse por lo tanto que ladistribución respecto a estas variables de todo e{ conjunto muestral, difiera de laque se hubiera obtenido en el caso de haber seleccionado la muestra según eldiseño proyectado.

Tomando como referencia !os datos del Censo de Población de 1981, secorrigieron las desviaciones anteriores modificando los factores de elevación decada estrato, de manera que la inferencia deducida de la muestra en lo querespecta a las variables edad y sexo se ajustan a la población referenciada.

En sintesis, el proceso de equilibraje aplicado en la ECVT consistió en consi-derar cinco grupos de edad para los varones y otros cinco para las rnujeres. Acontinuación y de manera iterativa se aplicó un factor de elevación para cadauno de los diez grupos, de manera que la muestra quedara equilibrada. Lossímbolos con los que denotaremos a cada grupo, así corno las edades quecomprenden se recogen a continuación.

Varones MujeresGrupo Edad en años Grupo Edad en años

V1 14-19 M1 14-19

V2 20-24 M2 20-24V3 25-44 M3 25-44V4 45-64 M4 45-64

V5 65 y más M5 65 y m^s

Este procedimiento de corrección adolece de graves inconvenientes en lamedida que no controla los efectos que puede producir en las variables distintasal sexo y edad. EI problema así planteado no presenta posibilidades de solución,puesto que a priori es imposible reequilibrar la muestra respecto a las variablesque precisamente se pretendía investigar.

EI objetivo que se persigue a continuación es determinar la magnitud de lascorrecciones efectuadas sobre la muestra con el fin de equilibrarla. Son conoci-dos los factores de elevación que realmente se aplicaron, comparando talesfactores con los que se debía haber aplicado en el supuesto de que la muestra

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1^6 ESTAU^S TICA ESF'AIVOLA

seleccionada se ajustara al criterio de aleatoriedad previsto en el diseña, obten-dremos una aproximación de los cambios que fue necesario introducir.

De no haber tenido en cuenta el equilibraje, el factor de elevación debería serúnico para cada estrato, y definido por el cociente entre e! tamaño poblacionaldel estrato y el tamaño de la muestra seleccionada en el mismo. Las desviacionesentre tales factores teóricos y los reaimente aplicados expresaron las correccio-nes que fue necesario introducir en cada estrato para equilibrarlo. La magnitudde tales correcciones permitirá asimismo cuantificar el grado de representatividadde la muestra.

Si expresarnos por NB la población de catorce o rnás años en el estrato e, ypor ne el tamaño de ia muestra seleccionada en el mismo, el factor de elevaciónteórico asociado a dicho estrato vendra determinado por ft$ - IV^lne.

Utilizando e! paquete informático SPSS, se han calculado los factores de elevaciónaplicados a cada grupo de edad y sexo, y esto en cada uno de los estratos.

Denotaremos p©r f1e el factor aplicado al grupo i del estrato e. Los productosf1e x nJe, en el que n;,^ expresa el tamaño de la muestra del grupo i del estrato eproporcinan una estimación N;,^ a la población de catorce o más años del grupoi en e! estrato e.

Los factores correctores para cada grupo de edad por sexo i de! estrato e,pueden definirse por:

c^a ^ f^^^e

y se han claculado para todos los estratos y grupos.

Los factores correctores de cada grupo pueden agregarse a nivel provincial,utilizando corno ponderaciones las estimaciones N;e. EI factor asociado al grupoi y la provincia p, vendrá determinado por:

c,p =^ c^eN^e l i 1U,e

Donde los sumatorios se extienden a todos los estratos presentes en la pro-vi ncia p.

En !os cuadros 9 y 1 o se han calculado los factores correctores de cadaprovincia y grupo.

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ENCUESTA DE CONDICIONES DE VIDA Y TR.ABAJ^ EN ESF'ANA jECVT^

CUADR09

1^i7

Provincia 14 - 19 años 20 - 24 años 25 - 44 años 45 - 64 años 65 y rnás años

Alava 1, 38 1,00 1,24 1,25 0, 73Albacete 2,42 1,75 1,13 1,16 0, 56Alicante 1,44 2,04 1,09 1,31 0,80Almeria 1,41 2,19 1,32 0,93 0,89Avila 2,06 2,41 1,19 0,99 0,63Badajoz 1, 92 1,25 1,25 1,19 0,61Baleares 1,80 1,76 1,35 1,09 0,65Barcelona 1, 37 1, 33 1,14 1,24 0, 72Burgos 1, 58 1,71 1,22 0,99 0, 58Cáceres 1, 52 1,67 1,22 1,03 0, 71Cádiz 1,47 1,07 1,04 0,94 0,76Castellón 1,50 1,41 1,24 1,18 0,65Ciudad Real 1,74 1,54 1,21 1,15 1,05Córdoba 1,47 1,67 1,12 1,14 0, 70Coruña 1,48 2,22 1,35 1,11 0,71Cuenca 2, 52 1,44 1,09 1,05 0,88Gerona 1,73 1,67 1,06 1,08 0,69Granada 1,45 2,05 1,40 1,16 0,65Guadalajara 1,50 1,29 1,07 1,22 0.79Guipúzcoa 1, 53 1,89 1,17 1,16 0, 79Huelva 1,37 1,34 1,07 1,04 0,67Huesca 1,96 2,12 1,22 1,59 0, 76Jaén 1,78 1,65 1,09 1,12 0,63León 2,26 1,64 0,96 1,09 0, 78Lérida 1,63 2,05 1,15 1,04 0,85La Rioja 1,50 2,66 1,18 1,13 0,64Lugo 1,75 1,96 1,37 0,95 0,72Madrid 1,56 1,52 1,26 1,16 0,63Málaga 1,43 1,65 1,28 0,93 0,74Murcia 1,45 1,73 1,10 1,10 0,74Navarra 1,41 1,38 1,19 1,22 0,80Orense 1,85 1,87 1,76 1,05 0,64Asturias 1,31 1,56 1,19 1,01 0,80Palencia 2,36 2,14 1,23 1,26 0,68Las Palmas 1,40 1,54 1,50 1,15 0, 59Pontevedra 1,54 2,11 1,42 1,09 0, 74Salamanca i 1,90 2,05 1,07 1,35 0,80Tenerife 1,22 1,60 1,10 1,31 0, 72Cantabria 1,53 1,94 1,21 1,15 0,70Segovia 1,90 1,23 1,31 0,94 0, 72Sevilla 1,52 1,25 1,33 1,05 0, 73Soria 1, 33 1,42 1,50 1,15 0, 76Tarragona 1,10 2,03 1,19 1,17 0, 77Teruel 2,31 2,72 1,07 1,05 0,67Toledo 1,61 1,65 1,25 1,13 0,67Valencia 1,21 1,45 1,43 1,02 0,66Valladolid 1,61 2,13 1,13 1,19 0,60Vizcaya 1,40 1,14 1,43 1,21 0,65Zamora 2,20 1.97 1,64 1,08 0,61Zaragoza 1,67 1,24 1,08 1,11 0,65

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148 ESTADIS7ICA ESPANOIA

CUADRO^ 10

Provincia 14 - 19 años 20 - 24 años 25 - 44 años 45 - 64 años 65 y más años

Alava 1,51 1,26 0,88 0,78 0,65Albacete 2,16 1,38 0,83 0,86 0,68Alicante 1,22 1,28 0,93 0,80 0,60Almería 1,43 1,52 0,82 0,80 0,68Avila 1,85 2,44 0,88 0,90 0,66Badajoz 1,52 1,69 0,87 0,79 0,71Baleares 1,16 1,57 1,03 0,88 0,57Barcelona 1,31 1,36 0,93 0,85 0,65Burgas 1,77 1,58 1,01 0,88 0,66Cáceres 1,85 1,42 0,89 0,92 0,62Cádiz 1,90 1,70 0,92 0,88 0,60Castellón 1,34 1,42 0,99 1,04 0,57Ciudad Real 1,42 1,18 0,86 0,81 0,58Córdoba 1,56 1,29 0,87 0,91 0,62Coruña 1,20 1,10 0,85 0,95 0,65Cuenca 1,28 1,90 0,91 0,93 0,62Gerona 2,30 1,38 0,85 0,97 0,68Granada 1,57 1,09 0,83 0,84 0,59Guadalajara 1,47 1,30 0,95 0,85 0.74Guipúzcoa 1,27 1,31 0,78 0,87 0,66Huelva 1,09 1,14 1,01 1,03 0,74H uesca 1,49 1,48 1,13 0,83 0, 73Jaén 2,07 1,09 0,91 0,83 0,66León 1,78 1,40 0,90 0,85 0,64Lérida 2,17 2,08 0,84 0,86 0,62La Rioja 1,66 1,45 0,91 0,91 0,61Lugo 2,08 1,29 1,14 0,92 0,64Madrid 1,42 1,27 0,90 0,83 0,61Málaga 1,35 1,22 0,93 0,84 0,65Murcia 1,45 1,65 0,89 0,86 0,60Navarra 1,27 1,33 0,94 0,81 0,64Orense 1,39 1,75 1,05 0,97 0,52Asturias 1,82 1,47 0,91 0,92 0,66Palencia 1,74 1,13 0,87 0,84 0,59Las Palmas 1,34 1,14 0,82 0,78 0,55Pontevedra 1,34 0,98 0,84 0,90 0,62Salamanca 1,58 1,70 0,79 0,86 0,63Tenerife 1,67 1,12 0,85 0,81 0,68Cantabría 1,59 1,27 0,83 0,96 0,60Segovia 2,66 1,35 0,84 1,01 0,62Sevilla 1,58 0,94 0,89 0,87 0,61Soria 2,12 1,98 0,92 0,86 0,61Tarragona 1,52 1,44 0,94 0,88 0,61Teruel 2,73 1,38 0,77 1,02 0,74Toledo 1,67 1,09 0,93 0,85 0,68Valencia 1,27 1,27 1,01 0,91 0,58Valladolid 1,56 1,28 0,83 0,90 0,65Vizcaya 1,31 1,13 0,99 0,79 0,54Zamora 1,88 1.48 1,06 1,08 0,51Zaragoza 1,55 1,51 1,10 0,97 0,58

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ENCUESTA DE CONDICIONES C)f VIDA Y TF2AE3A,J0 EN FSPAÑA ^FC.'^/T^ 14^i

Los reco►rridos más amplios entre factores corresponden a las provincias de La Rioja,Segovia y Teruel, con valores respectivos 2,05, 2,04 y 2,06. Como medida del gradode dispersión de los factores de corrección para cada provincia puede utilizarse la raízcuadrada del promedio de las desviaciones cuadráticas respecto de uno.

A nivel global, para el conjunto de toda la muestra, los factores, de correcciónde cada uno de los diez grupos considerados se han calculado en el cuadro 11.

CUADRO 11

Grupo

F. C:

V 1 V2 V3 V4 V5 M 1 M2 M3 M4 M5

1,53 1,61 1,24 1,13 0,71 1,50 1,33 0,91 0,87 0,63

Se desprende de estos valores que en general las mujeres fueron sobrerre-presentadas frente a los hombres. EI grupo más representado correspondió a lasmujeres (M5) con 65 o más años y el menos representad0 al de los hombres(V2) entre 20 y 24 años. Resulta interesante observar el salto que se produceentre los grupos de mujeres M2 y M3, cuya frontera está en los 25 años. Estorealmente viene a confirmar la conclusión ya citada de que el miembro másrepresentado de cada vivienda fue el ama de casa.

BIBLIOGRAFIA

Secretaría General de Economia y Planificación ( 1986). Condiciones de Vida yTrabajo en España. En colaboración con el Centro de Investigaciones Socio-lógicas. Madrid.

SUMMARY

ON THE EFFECTS OF THE SUBSTITUTION PROCESS UPON THEQUALITY OF DATA IN THE c<WORKING AND LIVING CONDITIONS

SURVEY» (ECVT) IN SPAIN

The effects of the high level of substitutions in the households initiallychosen for the interview on the quality of data in the ECVT are analy-zed. Two relevant features of the survey are considered: the degreeof randomness of the sample effectiveiy interviewed and its represen-tativeness in relation to the spanish population in the ages taken intoaccou nt.

Key words: ECVT; quality of data; randomness of sample; sarnplingsurveys.

AMS Classification: 62D05, 62P25.

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